劉 佳 劉賢明 李煜軒

（1.中國海洋大學(xué)管理學(xué)院，山東青島 266100；2.中國海洋大學(xué)海洋發(fā)展研究院，山東青島 266100）

0 引言

當(dāng)前，中國已進(jìn)入以實現(xiàn)人民對美好生活的向往作為奮斗目標(biāo)的發(fā)展新階段，“增進(jìn)民生福祉，提升共建共治共享水平”成為“十四五”時期的重要任務(wù)（林閩鋼，2019）。旅游業(yè)作為現(xiàn)代服務(wù)業(yè)的重要組成部分，是新時期中國擴內(nèi)需、調(diào)結(jié)構(gòu)、促就業(yè)、惠民生等培育經(jīng)濟(jì)高質(zhì)量發(fā)展新動能的“綠色引擎”（Li et al.，2016；童昀 等，2021），以及人民群眾獲得感、幸福感和安全感提升的主要載體（妥艷媜 等，2020）。然而在構(gòu)建雙循環(huán)新發(fā)展格局和推動經(jīng)濟(jì)高質(zhì)量發(fā)展的背景下，依賴旅游資源作為主要旅游吸引物的傳統(tǒng)旅游發(fā)展模式，已難以滿足旅游者的多樣化、個性化需求，其對城市旅游經(jīng)濟(jì)發(fā)展的帶動也愈加乏力（劉瑞明 等，2020），培育和挖掘城市旅游經(jīng)濟(jì)發(fā)展的新動能成為迫切需求。

黨的十九屆五中全會把“社會文明程度得到新提高”作為“十四五”時期中國經(jīng)濟(jì)社會發(fā)展的主要目標(biāo)之一，實施文明創(chuàng)建工程、科學(xué)規(guī)范做好文明城市評選表彰，成為推動形成適應(yīng)社會主義新時期要求的思想觀念、精神作風(fēng)、文明風(fēng)尚和行為規(guī)范，形成更加文明和諧社會的重要著力點（劉哲 等，2021）。文明城市評選作為一種極具中國特色的城市治理新模式（鮑宗豪，2011），被認(rèn)為是提升城市治理水平的速成機制與穩(wěn)定城市治理質(zhì)量的復(fù)合機制（崔慧姝 等，2018），或?qū)⒊蔀槁糜谓?jīng)濟(jì)發(fā)展的重要驅(qū)動力。第一，全國文明城市品牌是城市文化和城市榮譽的重要體現(xiàn)。全國文明城市是我國給予一個城市的最高級別綜合性榮譽稱號和最具價值的無形資產(chǎn)，它反映了城市整體文明與和諧程度，并被譽為中國最具影響力和含金量的城市品牌（姚鵬 等，2021）。同時，城市品牌也是城市旅游價值的無形提升和吸引旅游者的系統(tǒng)化標(biāo)志（Matiza et al.，2020；郝勝宇 等，2008），全國文明城市品牌有助于提升城市品牌價值、打響城市知名度、獲得城市美譽度（姚鵬 等，2021），能夠“粉飾”旅游者對入選城市的感知形象、刻板印象和主觀評價，進(jìn)而拉動旅游者出游意愿（Kotler et al.，2002）。第二，文明城市評選有助于為旅游業(yè)提供基礎(chǔ)設(shè)施保障與營造優(yōu)質(zhì)發(fā)展環(huán)境。創(chuàng)建全國文明城市的過程同樣為創(chuàng)造公共價值的過程（朱金鶴 等，2021），該內(nèi)在屬性與旅游者對美好生活向往與公共服務(wù)偏好高度契合。第三，文明城市評選的綠色發(fā)展要求與旅游經(jīng)濟(jì)的綠色發(fā)展效應(yīng)“不謀而合”。同制造業(yè)相比，旅游業(yè)是典型的資源節(jié)約型、環(huán)境友好型產(chǎn)業(yè)，能夠通過產(chǎn)業(yè)融合、產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)、發(fā)展環(huán)境和對外開放等路徑有效促進(jìn)城市綠色發(fā)展（童昀 等，2021），旅游經(jīng)濟(jì)發(fā)展架起了文明城市評選與綠色發(fā)展之間的內(nèi)在橋梁。問題是，文明城市評選是否構(gòu)成了旅游經(jīng)濟(jì)發(fā)展的外在動因？文明城市評選對入選城市旅游經(jīng)濟(jì)發(fā)展的政策效應(yīng)究竟是發(fā)揮“錦上添花”作用，還是“雪中送炭”的效果？文明城市評選主要通過何種路徑影響旅游經(jīng)濟(jì)發(fā)展？厘清上述問題，有助于明晰文明城市評選對旅游經(jīng)濟(jì)發(fā)展的影響效果及作用機制，并且對于評估文明城市評選的經(jīng)濟(jì)社會效應(yīng)與探索新時期旅游業(yè)高質(zhì)量發(fā)展的拓展性路徑具有重要意義。

旅游經(jīng)濟(jì)發(fā)展高度依賴于社會經(jīng)濟(jì)系統(tǒng)的制度安排（Kim et al.，2019；唐曉云，2014），有關(guān)宏觀調(diào)控政策對旅游經(jīng)濟(jì)發(fā)展的影響研究也取得較為豐富的成果。旅游經(jīng)濟(jì)發(fā)展不可避免地會受到宏觀調(diào)控政策各種方式的直接作用或間接影響（孫佼佼 等，2021；余鳳龍 等，2008），地方政府對當(dāng)?shù)芈糜谓?jīng)濟(jì)發(fā)展的制度模式選擇（Pearce，1998）、政策制定和公私部門合作（Vernon et al.，2005；王云才，2002）等方面的干預(yù)能夠有效促進(jìn)旅游業(yè)發(fā)展?，F(xiàn)有政策評估研究主要以文化產(chǎn)業(yè)集聚政策（譚娜 等，2021）等旅游發(fā)展政策，“局改委”（李光勤 等，2018）、文化體制改革（劉瑞明 等，2020）等制度改革政策，“一帶一路”倡議（唐睿 等，2018）、國際旅游島戰(zhàn)略（鄧濤濤 等，2016）、西部大開發(fā)（Deng et al.，2019）等區(qū)域發(fā)展政策，以及離境退稅政策（曹翔 等，2021）等財政金融政策為準(zhǔn)自然實驗事件，基于直接干預(yù)或間接調(diào)控視角實證評估了一系列宏觀調(diào)控政策對旅游經(jīng)濟(jì)發(fā)展的政策效果。當(dāng)前，文明城市評選作為一種典型的“評比表彰”類政策工具，其對引領(lǐng)經(jīng)濟(jì)發(fā)展和社會進(jìn)步的宏觀調(diào)控作用已得到證實，既有研究對文明城市評選政策在勞動力流入（朱金鶴 等，2021）、產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)升級（劉哲 等，2021）、經(jīng)濟(jì)高質(zhì)量發(fā)展（黃少安 等，2020；喬俊峰 等，2020）、環(huán)境污染治理水平提升（逯進(jìn) 等，2020）、居民生活質(zhì)量改善（龔鋒等，2018）等方面的實施效果進(jìn)行了系統(tǒng)評估。但目前鮮有文獻(xiàn)將全國文明城市與旅游經(jīng)濟(jì)發(fā)展納入統(tǒng)一研究框架，未關(guān)注到文明城市評選對旅游經(jīng)濟(jì)發(fā)展的政策效應(yīng)的存在。然而，與以經(jīng)濟(jì)增長為考核目標(biāo)、具有強制性的宏觀調(diào)控政策不同，文明城市評選強調(diào)激勵地方政府在非經(jīng)濟(jì)領(lǐng)域展開自愿競爭（王磊 等，2022），識別文明城市評選對旅游經(jīng)濟(jì)發(fā)展的政策效果有助于突破旅游政策外部性效應(yīng)評估的思維局限。此外，現(xiàn)有文獻(xiàn)在評估政策效果時，也常常忽視了空間因素對地區(qū)旅游經(jīng)濟(jì)發(fā)展的影響。事實上，旅游發(fā)展要素的區(qū)域共享性、旅游產(chǎn)業(yè)的關(guān)聯(lián)帶動性和旅游活動的空間流動性，共同決定了旅游經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平的提升并非一城之因，而是存在空間溢出的外部性，忽略空間因素可能導(dǎo)致模型擬合結(jié)果的偏誤（童昀 等，2021）。

有鑒于此，本文以2003—2019年中國230個地級市的面板數(shù)據(jù)為研究樣本，綜合采用多期雙重差分模型和空間杜賓模型評估文明城市評選這一彰顯品牌價值的綜合性城市品牌和典型的評比表彰類政策工具對城市旅游經(jīng)濟(jì)發(fā)展的政策效果，并識別其作用機制、異質(zhì)性和空間溢出效應(yīng)。本文的邊際貢獻(xiàn)在于：第一，在研究視角方面。以文明城市評選為準(zhǔn)自然實驗，研究其對旅游經(jīng)濟(jì)發(fā)展的政策效果及其作用機制，既拓展了文明城市評選影響效應(yīng)的研究內(nèi)容，為文明城市評選在全國范圍內(nèi)進(jìn)一步推廣提供了理論基礎(chǔ)，也為在著力打造雙循環(huán)發(fā)展格局的背景下，通過文明城市評選進(jìn)而有效提升城市旅游經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平提供了一種全新思路和理論框架；第二，在評估方法方面。本文基于系統(tǒng)的理論機制分析，在使用多期雙重差分模型的基礎(chǔ)上進(jìn)一步利用空間杜賓模型考察這種政策影響的空間溢出效應(yīng)，能夠同時解決內(nèi)生性問題和忽略空間因素影響給模型估計帶來的偏誤，從而準(zhǔn)確捕捉與識別文明城市評選影響旅游經(jīng)濟(jì)發(fā)展的凈效應(yīng)；第三，在內(nèi)容拓展方面。本文分別從城市所處地域、發(fā)展線級、旅游資源稟賦三個角度進(jìn)行異質(zhì)性分析，識別該政策效果存在的差序格局，進(jìn)而為不同類型城市高效把握文明城市評選的機遇促進(jìn)新時期城市旅游經(jīng)濟(jì)發(fā)展提供對策建議。

1 理論機制與研究假說

1.1 文明城市評選對旅游經(jīng)濟(jì)發(fā)展的直接效應(yīng)

文明城市評選有助于城市品牌價值與治理能力的綜合提升。城市品牌是旅游城市一切無形資產(chǎn)的濃縮，品牌價值能夠塑造目的地形象，目的地形象正是決定旅游者選擇的重要因素（Blain，2005；Ruiz-Real et al.，2020）。根據(jù)信號理論，文明城市評選所產(chǎn)生的品牌信號效應(yīng)能夠進(jìn)一步提升入選城市的知名度和認(rèn)可度，具備在不完全信息下向具有旅游意愿的旅游者傳遞信號的功能（Connelly，2011；朱金鶴 等，2021）。誠然，城市品牌的形成并非一蹴而就，品牌效應(yīng)的實現(xiàn)更需要時間的積淀，但鑒于全國文明城市因其主辦單位級別高、評選覆蓋范圍廣、申報創(chuàng)建難度大，堪稱中國國內(nèi)最具影響力和含金量的城市品牌（劉思宇，2019），因此文明城市評選仍然具有品牌信號傳遞的特征優(yōu)勢。

具體而言，從城市文化的信號效應(yīng)來看，全國文明城市能夠有效彰顯城市文化氣質(zhì)，提升城市品牌價值，推動城市文明繁榮進(jìn)步（諶仁俊 等，2021）。《全國文明城市測評體系操作手冊（2018 版）》（下文簡稱為《測評體系》）評選框架涉及的八大標(biāo)準(zhǔn)——“科教文衛(wèi)體穩(wěn)步發(fā)展，社會事業(yè)全面進(jìn)步”“社會治安良好，社會秩序井然”“基礎(chǔ)設(shè)施較為完善，生態(tài)環(huán)境優(yōu)良”“經(jīng)濟(jì)持續(xù)快速健康發(fā)展，居民生活水平穩(wěn)步提高”，是城市物質(zhì)文明、政治文明、社會文明、精神文明與生態(tài)文明的品牌象征，深度體現(xiàn)著城市生長氣質(zhì)、文化氣質(zhì)和文明程度（石大千 等，2019）。從城市榮譽的信號效應(yīng)來看，全國文明城市稱號是反映城市整體文明水平的最高榮譽，傳遞著良好城市治理能力和目的地形象?！稖y評體系》不僅強調(diào)通過市場監(jiān)管、市民文明素質(zhì)、社會治安與城市管理等途徑提升城市治理水平與穩(wěn)定城市治理質(zhì)量，同時將推進(jìn)文明旅游作為城市文明培育的重要途徑，通過對文明旅游的制度機制建設(shè)、教育引導(dǎo)和監(jiān)督管理強化做出一系列明確要求與規(guī)范，能夠向旅游者全面?zhèn)鬟f全國文明城市所具備的更安定的社會秩序、更公正的法治環(huán)境、更規(guī)范的市場經(jīng)濟(jì)環(huán)境、更舒適的生活環(huán)境等城市綜合治理能力，塑造良好的城市旅游形象?，F(xiàn)有研究雖未指出全國文明城市品牌具有的信號效應(yīng)能夠促進(jìn)旅游經(jīng)濟(jì)發(fā)展，但已有部分文獻(xiàn)在實證過程中佐證了城市品牌價值提升對于旅游經(jīng)濟(jì)發(fā)展的促進(jìn)作用。例如，盧盛峰等（2018）研究發(fā)現(xiàn)，基于歷史文化價值發(fā)掘的城市更名能夠塑造城市品牌、提高城市知名度，進(jìn)而有效促進(jìn)城市旅游經(jīng)濟(jì)發(fā)展。城市對外宣傳名片更高、城市知名度提升和旅游城市形象塑造有利于吸引旅游者流入并帶動服務(wù)業(yè)發(fā)展，也有利于增強當(dāng)?shù)芈糜萎a(chǎn)品的市場認(rèn)可度和旅游購買意愿，并推動城市旅游經(jīng)濟(jì)發(fā)展（劉衛(wèi)梅 等，2018；盧盛峰 等，2018）。因此，從信號效應(yīng)視角來看，文明城市評選能通過傳遞城市文化和城市榮譽的信號效應(yīng)進(jìn)而促進(jìn)城市旅游經(jīng)濟(jì)發(fā)展。基于此，本文提出假說：

H1：文明城市評選能夠憑借品牌信號傳遞有效促進(jìn)城市旅游經(jīng)濟(jì)發(fā)展（直接效應(yīng)）。

1.2 文明城市評選對旅游經(jīng)濟(jì)發(fā)展的間接效應(yīng)

文明城市評選是中國城市化進(jìn)程背景下為提升城市質(zhì)量、發(fā)展城市文明應(yīng)運而生的一種城市治理新模式，也自然而然地對入選城市的福利水平、人力資本、產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)、經(jīng)濟(jì)發(fā)展等方面產(chǎn)生諸多影響。文明城市評選對旅游經(jīng)濟(jì)發(fā)展的影響是復(fù)雜但有跡可循的，本文在借鑒Grossman 等（1991）的分解效應(yīng)理論框架的基礎(chǔ)上，將文明城市評選影響旅游經(jīng)濟(jì)發(fā)展的途徑分解為公共價值、結(jié)構(gòu)效應(yīng)與技術(shù)效應(yīng)。

第一，文明城市創(chuàng)建的公共價值。公共服務(wù)供給是旅游經(jīng)濟(jì)發(fā)展的現(xiàn)實基礎(chǔ)，完善地區(qū)公共服務(wù)和設(shè)施體系既是促進(jìn)旅游業(yè)轉(zhuǎn)型升級、提質(zhì)增效的內(nèi)在要求，也是大眾旅游時代的必然選擇（劉瑞明 等，2018；馬慧強 等，2018）。全國文明城市具備的公共價值屬性有益于公共事業(yè)發(fā)展，創(chuàng)建全國文明城市的過程也是創(chuàng)造公共價值的過程，文明城市評選能夠激勵地方政府進(jìn)一步提升包含教育、醫(yī)療、文娛體育、交通運輸和環(huán)境等內(nèi)容的城市公共服務(wù)供給水平（朱金鶴 等，2021），改善城市基礎(chǔ)設(shè)施、公用事業(yè)以及市政建設(shè)等硬設(shè)施和軟環(huán)境（龔鋒 等，2018）。具體來看，《測評體系》中“文化遺產(chǎn)定期保護(hù)，保存完好率”“萬人擁有公共汽（電）車”“每千名常住人口公共衛(wèi)生人員數(shù)”“人均擁有道路面積”“建成區(qū)綠化覆蓋率”等系列考核指標(biāo)突出了對城市人文環(huán)境和諧、生活環(huán)境改善、生態(tài)環(huán)境優(yōu)化的內(nèi)在要求，正是這些對城市公共服務(wù)建設(shè)的硬性規(guī)定，催生了文明城市評選的公共價值屬性（朱金鶴 等，2021）。完善的政府公共服務(wù)供給極大地迎合了旅游者對城市綜合環(huán)境、基礎(chǔ)設(shè)施、公共交通、公共衛(wèi)生、公共信息等公共服務(wù)的需求及對公共服務(wù)質(zhì)量的要求，滿足了旅游者日趨強烈的公共服務(wù)偏好（李健儀 等，2016），有助于增強旅游者出游與消費意愿，進(jìn)而推動地區(qū)旅游經(jīng)濟(jì)發(fā)展。因此，從公共價值視角來看，文明城市評選能通過公共價值提升進(jìn)而促進(jìn)城市旅游經(jīng)濟(jì)發(fā)展。

第二，文明城市創(chuàng)建的結(jié)構(gòu)效應(yīng)。產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)優(yōu)化是旅游經(jīng)濟(jì)發(fā)展的關(guān)鍵核心，要素在各產(chǎn)業(yè)部門的再配置即產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)變動也是推動旅游經(jīng)濟(jì)發(fā)展的重要原因（呂鐵 等，1999）。全國文明城市作為促進(jìn)城市文明發(fā)展的新形式，其創(chuàng)建過程符合供給側(cè)改革需求，能夠有效推動區(qū)域產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)轉(zhuǎn)型升級（劉哲 等，2021；逯進(jìn) 等，2020）。一方面，文明城市評選能夠促進(jìn)要素結(jié)構(gòu)合理化。根據(jù)新結(jié)構(gòu)經(jīng)濟(jì)學(xué)理論，一個經(jīng)濟(jì)體的最優(yōu)產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)決定于該經(jīng)濟(jì)體的要素結(jié)構(gòu)，要素結(jié)構(gòu)優(yōu)化能夠為產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)優(yōu)化和生產(chǎn)效率提高提供行動資源（Ju et al.，2015）。全國文明城市品牌的信號效應(yīng)在吸納城市勞動力就業(yè)方面有著特殊優(yōu)勢，能夠吸引勞動力流入，推動城市要素結(jié)構(gòu)向勞動力密集型和知識密集型轉(zhuǎn)變，實現(xiàn)要素結(jié)構(gòu)合理化（朱金鶴等，2021）。隨著高素質(zhì)勞動力供給、高技術(shù)含量資本增多，高級要素結(jié)構(gòu)比例增加有助于推動旅游產(chǎn)業(yè)從單純供給資源型觀光產(chǎn)品向依靠先進(jìn)技術(shù)供給智慧、高端和個性化旅游產(chǎn)品轉(zhuǎn)變，推動旅游產(chǎn)業(yè)技術(shù)升級、服務(wù)優(yōu)化與產(chǎn)品創(chuàng)新。另一方面，文明城市評選強調(diào)綠色發(fā)展的重要性。旅游業(yè)屬于資源節(jié)約型、環(huán)境友好型產(chǎn)業(yè)，其相較于制造業(yè)具有能源消耗相對較低、環(huán)境污染相對較小等潛在優(yōu)勢，且旅游業(yè)具備的綠色產(chǎn)業(yè)屬性能夠促進(jìn)城市綠色發(fā)展（Lee et al.，2013；童昀 等，2021），服務(wù)綠色經(jīng)濟(jì)體系變革（Pan et al.，2018）。文明城市評選有利于城市資源進(jìn)一步向旅游產(chǎn)業(yè)傾斜，為旅游發(fā)展創(chuàng)造更具優(yōu)勢和競爭力的產(chǎn)業(yè)發(fā)展環(huán)境，釋放旅游發(fā)展活力。因此，從結(jié)構(gòu)效應(yīng)視角來看，文明城市評選能通過產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)優(yōu)化進(jìn)而促進(jìn)城市旅游經(jīng)濟(jì)發(fā)展。

第三，文明城市創(chuàng)建的技術(shù)效應(yīng)?？茖W(xué)技術(shù)創(chuàng)新是旅游經(jīng)濟(jì)發(fā)展的前進(jìn)動力，創(chuàng)新要素的有效流動與合理配置為旅游經(jīng)濟(jì)發(fā)展提供技術(shù)支持（宋慧林 等，2011）?！稖y評體系》設(shè)置了“科教支出”“R&D 經(jīng)費支出占GDP 比重”等若干衡量城市科學(xué)技術(shù)創(chuàng)新能力的指標(biāo)，意味著文明城市評選期望通過激勵科學(xué)技術(shù)創(chuàng)新而產(chǎn)生發(fā)展動力（逯進(jìn) 等，2020）。此外，根據(jù)“波特假說”，政府適當(dāng)?shù)沫h(huán)境規(guī)制會推動企業(yè)進(jìn)行研發(fā)革新，從而增強企業(yè)競爭力，以彌補環(huán)境規(guī)制給企業(yè)所帶來的巨大成本壓力（Porter et al.，1995）。文明城市評選過程對城市生態(tài)環(huán)境提出了非常嚴(yán)苛的要求，當(dāng)?shù)卣块T通常會適當(dāng)加大環(huán)境規(guī)制力度以滿足全國文明城市的綠色環(huán)保條件，因此也進(jìn)一步倒逼了企業(yè)開展生產(chǎn)技術(shù)創(chuàng)新（劉哲 等，2021；逯進(jìn) 等，2020）。相應(yīng)地，根據(jù)內(nèi)生經(jīng)濟(jì)增長理論，技術(shù)進(jìn)步、技術(shù)效率提升、管理創(chuàng)新等因素帶來的生產(chǎn)率改善是經(jīng)濟(jì)可持續(xù)增長的原動力（田秀娟 等，2022）?？萍紕?chuàng)新作為生產(chǎn)要素投入旅游產(chǎn)業(yè)能夠推動研發(fā)旅游新產(chǎn)品、催生旅游新業(yè)態(tài)、提高旅游管理效能，使得傳統(tǒng)資源與勞動力依賴型的旅游經(jīng)濟(jì)增長動力和路徑得以優(yōu)化，且依托云計算、大數(shù)據(jù)、區(qū)塊鏈等先進(jìn)技術(shù)能夠準(zhǔn)確把握旅游市場需求變化趨勢而有效擴大旅游供給（Rashideh，2020；王凱 等，2022）。此外，城市自主創(chuàng)新能力提高可以進(jìn)一步促進(jìn)城市旅游資源、生態(tài)、經(jīng)濟(jì)、社會等要素的配置與整合，進(jìn)而推動旅游產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)合理化和高級化發(fā)展（孔令章 等，2021）。因此，從技術(shù)效應(yīng)視角來看，文明城市評選能通過科學(xué)技術(shù)創(chuàng)新進(jìn)而促進(jìn)城市旅游經(jīng)濟(jì)發(fā)展?；诖耍疚奶岢黾僬f：

H2：文明城市評選能夠通過公共價值提升、產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)優(yōu)化、科學(xué)技術(shù)創(chuàng)新有效促進(jìn)城市旅游經(jīng)濟(jì)發(fā)展（間接效應(yīng)）。

1.3 文明城市評選對旅游經(jīng)濟(jì)發(fā)展的差序格局

不同城市所處地域、城市發(fā)展線級、旅游資源稟賦之間，在交通條件、市場需求、產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)、基礎(chǔ)設(shè)施、資源稟賦等因素方面存在不同程度的空間異質(zhì)性，旅游經(jīng)濟(jì)發(fā)展也因此呈現(xiàn)明顯的差序格局（張廣海 等，2015）。首先，城市所處地域間存在區(qū)域異質(zhì)性。東部地區(qū)經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平更高，地區(qū)公共服務(wù)水平、旅游接待能力、人力資本存量等均顯著優(yōu)于中部、西部及東北地區(qū)，后者地區(qū)雖旅游資源豐富，但其旅游資源并未得到充分挖掘，旅游發(fā)展起步較晚，產(chǎn)業(yè)基礎(chǔ)薄弱，地區(qū)公共服務(wù)水平也相對落后。其次，城市發(fā)展線級間存在規(guī)模異質(zhì)性。一二線城市商業(yè)資源、基礎(chǔ)設(shè)施、城市形象更佳，旅游專業(yè)化水平更高，對應(yīng)著更高的旅游發(fā)展地位，旅游產(chǎn)業(yè)集聚優(yōu)勢往往更加明顯。最后，旅游資源稟賦間存在資源異質(zhì)性。旅游資源，特別是高等級的旅游資源是吸引旅游者和大力發(fā)展旅游產(chǎn)業(yè)的重要物質(zhì)基礎(chǔ)（胡森林 等，2021），同時也是促進(jìn)旅游經(jīng)濟(jì)蓬勃發(fā)展和造成旅游經(jīng)濟(jì)空間差異的重要因素（宋慧林 等，2010）。因此，相比之下，東部地區(qū)或一二線城市或高旅游資源稟賦城市的比較優(yōu)勢更加明顯，文明城市評選對城市旅游經(jīng)濟(jì)發(fā)展的政策效果可能會存在馬太效應(yīng)，即在區(qū)域、規(guī)模和資源方面具備比較優(yōu)勢的城市，其旅游產(chǎn)業(yè)集聚優(yōu)勢往往更加突出，規(guī)模經(jīng)濟(jì)、競爭優(yōu)勢、成本效應(yīng)等正外部性的疊加使得這些城市旅游產(chǎn)業(yè)要素由分散到集中、由單一到集群、由弱關(guān)聯(lián)到強關(guān)聯(lián)、由粗放到集約發(fā)展（劉少和 等，2015），激發(fā)其動力以抓住文明城市評選所帶來的機遇來促進(jìn)旅游經(jīng)濟(jì)發(fā)展，進(jìn)而起到“錦上添花”的作用。反之，比較優(yōu)勢相對低的城市對影響旅游經(jīng)濟(jì)發(fā)展的各因素相對不敏感，文明城市評選促進(jìn)其旅游經(jīng)濟(jì)發(fā)展的程度更加微弱，甚至并未產(chǎn)生“雪中送炭”的作用?；诖?，本文提出假說：

H3：文明城市評選對旅游經(jīng)濟(jì)發(fā)展的政策效果會因為城市所處地域、城市發(fā)展線級、旅游資源稟賦的比較優(yōu)勢而呈現(xiàn)馬太效應(yīng)（差序格局）。

1.4 文明城市評選對旅游經(jīng)濟(jì)發(fā)展的空間效應(yīng)

根據(jù)Tobler（1970）提出的地理學(xué)第一定律，城市單元之間的經(jīng)濟(jì)現(xiàn)象存在空間關(guān)聯(lián)性與空間依賴性，并形成空間俱樂部趨同。地方政府主體之間在經(jīng)濟(jì)發(fā)展、城市治理、制度創(chuàng)新等諸多方面存在參照學(xué)習(xí)情形與標(biāo)尺競爭行為（彭勃 等，2019；楊紅燕 等，2020）。作為一種“評比表彰”類政策工具與城市治理新模式，文明城市評選能夠激發(fā)毗鄰城市之間在城市品牌建設(shè)與治理能力提升上的“標(biāo)桿學(xué)習(xí)”和“標(biāo)尺競爭”，產(chǎn)生標(biāo)桿示范效應(yīng)，且空間關(guān)聯(lián)性的存在也進(jìn)一步促使這種標(biāo)桿示范效應(yīng)強化與激勵入選城市與毗鄰城市之間的聯(lián)防聯(lián)控、市場交流與區(qū)域協(xié)作（徐換歌，2020），進(jìn)而對“本地-鄰地”經(jīng)濟(jì)活動產(chǎn)生顯著的空間溢出效應(yīng)。此外，根據(jù)新經(jīng)濟(jì)地理學(xué)理論，旅游要素往往會在旅游地間呈現(xiàn)出不同的空間集聚、空間依賴與擴散效應(yīng)，并形成空間溢出（Yang et al.，2014）。從旅游消費端來看，旅游者多目的地出行決定著吃、住、行、游、娛、購旅游六要素往往存在明顯的空間流動性。從旅游供給端來看，旅游資本和勞動要素在不同地區(qū)之間的流動、旅游產(chǎn)業(yè)的關(guān)聯(lián)帶動性、旅游發(fā)展要素的區(qū)域共享性等影響因素的共同作用會導(dǎo)致旅游地間空間溢出的產(chǎn)生（陳曉艷 等，2020）。因此，相對于非全國文明城市，全國文明城市借助這一極具含金量的城市品牌，在促進(jìn)本地城市旅游經(jīng)濟(jì)發(fā)展的同時，也會通過示范效應(yīng)和擴散效應(yīng)對毗鄰城市形成空間溢出效應(yīng)，促進(jìn)毗鄰城市的旅游經(jīng)濟(jì)發(fā)展?；诖耍疚奶岢黾僬f：

H4：文明城市評選對旅游經(jīng)濟(jì)發(fā)展的政策效果具有空間溢出，不僅會影響本地城市的旅游經(jīng)濟(jì)發(fā)展，而且對毗鄰城市旅游經(jīng)濟(jì)發(fā)展影響顯著（空間效應(yīng)）。

綜上，文明城市評選對城市旅游經(jīng)濟(jì)發(fā)展的影響主要通過文明城市品牌的信號效應(yīng)（直接效應(yīng)）和文明城市創(chuàng)建的公共價值、結(jié)構(gòu)效應(yīng)、技術(shù)效應(yīng)（間接效應(yīng)）等路徑實現(xiàn)，且該政策效果呈現(xiàn)顯著的馬太效應(yīng)與空間溢出特征。文明城市評選影響旅游經(jīng)濟(jì)發(fā)展的理論框架如圖1所示。

圖1 文明城市評選影響旅游經(jīng)濟(jì)發(fā)展的理論框架

2 研究設(shè)計

2.1 研究思路

根據(jù)《測評體系》的定義，全國文明城市是指經(jīng)濟(jì)建設(shè)、政治建設(shè)、文化建設(shè)、社會建設(shè)、生態(tài)文明建設(shè)和黨的建設(shè)全面發(fā)展，市民文明素質(zhì)、城市文明程度、城市文化品位、群眾生活質(zhì)量較高，崇德向善、文化厚重、和諧宜居、人民滿意的城市。中央文明委于2005年評選出了首批全國文明城市，此后百余個地級市參與全國文明城市品牌的競爭，旨在從更高層次、更高水平上推動城市發(fā)展。截至2020年，我國已評選六個批次共計145個全國文明城市。本文研究思路如下：第一，由于直轄市在評選過程中以直轄市城區(qū)為單位參與評選而非地級市，為保證可比性，本文未將直轄市納入研究范圍。第二，由于第一批文明城市評選尚不具有完備的評價體系，同時考慮到樣本數(shù)據(jù)時間的限制，本文剔除2005年和2020年兩批次入選為全國文明城市的樣本，以避免對其他批次入選城市的干擾（劉哲 等，2021；朱金鶴 等，2021）?；诖?，本文選取中央文明委在2009 年1 月、2011 年12 月、2015 年2 月、2017年11月等4個批次公布入選的共計93個全國文明城市構(gòu)成實驗組，其余未入選這四批全國文明城市名單的137個地級市則構(gòu)成對照組。考慮到政策實施具有滯后性，本文在處理虛擬變量時，若某城市獲批時間為上半年，則設(shè)定其當(dāng)年成功評選為全國文明城市，若獲批時間為下半年，則設(shè)定其次年成功評選為全國文明城市（逯進(jìn) 等，2020），即將這四批全國文明城市的評選時間設(shè)定為2009 年、2012 年、2015年和2018年。

2.2 模型設(shè)定

2.2.1 基準(zhǔn)回歸模型

多期雙重差分模型（Difference-In-Differences，DID）為本文評估文明城市評選對城市旅游經(jīng)濟(jì)發(fā)展的政策效果提供了客觀條件。本文通過時間和地區(qū)雙重固定效應(yīng)來實現(xiàn)多期雙重差分，基準(zhǔn)回歸模型的表達(dá)式為：

其中，Tourism為被解釋變量，即旅游經(jīng)濟(jì)發(fā)展，下標(biāo)i表示第i個城市，下標(biāo)t表示第t年。Treat×Post為核心解釋變量，即文明城市評選政策，其中Treat為分組虛擬變量，全國文明城市賦值為1，非全國文明城市賦值為0；Post為時間虛擬變量，將獲批全國文明城市當(dāng)年及其以后年份設(shè)定為1，否則為0。β1為回歸系數(shù)，其代表了文明城市評選對于城市旅游經(jīng)濟(jì)發(fā)展因果效應(yīng)的初步判斷。Control為控制變量；μt代表個體固定效應(yīng)；vt代表時間固定效應(yīng)；εit為服從獨立同分布的隨機擾動項。

2.2.2 中介效應(yīng)模型

從中介機制來看，文明城市評選能通過公共價值、結(jié)構(gòu)效應(yīng)和技術(shù)效應(yīng)3條間接路徑對旅游經(jīng)濟(jì)發(fā)展產(chǎn)生影響，中介效應(yīng)模型的表達(dá)式為：

其中，Mediator為中介變量；?1和?2分別為文明城市評選和中介變量的回歸系數(shù)；其他變量含義同（1）式。

2.2.3 空間杜賓-雙重差分模型

旅游經(jīng)濟(jì)發(fā)展在空間上既存在異質(zhì)性也存在依賴性，毗鄰城市之間的空間關(guān)聯(lián)作用會產(chǎn)生較強的空間溢出效應(yīng)。空間杜賓-雙重差分模型的表達(dá)式為：

其中，ρ為被解釋變量的空間回歸系數(shù)；β1為文明城市評選對本地城市旅游經(jīng)濟(jì)發(fā)展的回歸系數(shù)；K為文明城市評選對毗鄰城市旅游經(jīng)濟(jì)發(fā)展的影響系數(shù)；Wij為空間權(quán)重矩陣；其他變量含義同（1）式。

2.3 變量選擇與數(shù)據(jù)說明

2.3.1 被解釋變量

旅游經(jīng)濟(jì)發(fā)展（Tourism）。按照文獻(xiàn)中的普遍做法，同時考慮到數(shù)據(jù)的可獲得性，本文選擇人均國內(nèi)旅游收入作為旅游經(jīng)濟(jì)發(fā)展的代理變量。為消除通貨膨脹的影響，本文采用歷年省級消費價格指數(shù)對應(yīng)至各城市消費價格指數(shù)將國內(nèi)旅游收入數(shù)據(jù)折算為以2003年為基期的不變價。

2.3.2 核心解釋變量

文明城市評選（Treat×Post）。在本文樣本中，如果某一城市在某年之后成功評選為全國文明城市，則對該城市從該年份開始賦值為1，否則賦值為0。

2.3.3 控制變量

為了控制其他可能因素對城市旅游經(jīng)濟(jì)發(fā)展的影響，本文結(jié)合旅游經(jīng)濟(jì)發(fā)展現(xiàn)實與相關(guān)研究（李光勤 等，2018；劉瑞明 等，2020），同時考慮數(shù)據(jù)的可獲得性，引入人口密度（pop_pc）、經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平（gdp_pc）、投資水平（invest_pc）、政府干預(yù)（gov_pc）、服務(wù)業(yè)水平（service）、人力資本（huaman_pc）、交通運輸能力（taxi_pc）、信息化水平（inform_pc）等一系列變量作為控制變量，以準(zhǔn)確識別文明城市評選對旅游經(jīng)濟(jì)發(fā)展的政策效果。

2.3.4 中介變量

如前文理論分析所述，文明城市評選會通過公共價值、結(jié)構(gòu)效應(yīng)和技術(shù)效應(yīng)3條路徑對旅游經(jīng)濟(jì)發(fā)展產(chǎn)生間接影響，本文將公共服務(wù)供給、產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)優(yōu)化和科學(xué)技術(shù)創(chuàng)新作為中介變量。（1）公共服務(wù)供給。綜合現(xiàn)有研究（劉瑞明 等，2018；朱金鶴 等，2021），本文采用每萬人擁有城市公園綠地面積代表環(huán)境供給（park_pc），地均道路面積代表交通供給（paveroad_ld），每萬人擁有醫(yī)院床位數(shù)代表醫(yī)療供給（hospital_pc），每萬人擁有高校、中學(xué)、小學(xué)教師人數(shù)代表教育供給（edcation_pc），每萬人擁有公共圖書館圖書藏量代表文體供給（culture_pc），以綜合衡量公共服務(wù)供給。（2）產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)優(yōu)化（structure）。產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)代表著產(chǎn)業(yè)經(jīng)濟(jì)活力，本文采用第三產(chǎn)業(yè)增加值與第二產(chǎn)業(yè)增加值之比來衡量地區(qū)的產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)優(yōu)化升級狀態(tài)（干春暉 等，2011）。（3）科學(xué)技術(shù)創(chuàng)新（technology）。本文以復(fù)旦大學(xué)產(chǎn)業(yè)發(fā)展研究中心發(fā)布的《中國城市與產(chǎn)業(yè)創(chuàng)新力報告2017》中的城市創(chuàng)新指數(shù)來衡量（寇宗來 等，2017）。

詳細(xì)的變量類別、變量名稱、計算方法（單位）和描述性統(tǒng)計如表1所示。

表1 相關(guān)變量含義與計算方法

2.4 數(shù)據(jù)來源

本文選擇2003—2019 年作為研究期，來評估文明城市評選對城市旅游經(jīng)濟(jì)發(fā)展的政策效果，考慮到數(shù)據(jù)的可獲得性，剔除了部分統(tǒng)計數(shù)據(jù)缺失較為嚴(yán)重及行政區(qū)劃前后不一致的地級市，最終選取中國230 個地級市作為整體研究樣本。本文所涉及數(shù)據(jù)中，城市旅游經(jīng)濟(jì)數(shù)據(jù)主要來源于相應(yīng)年份的《中國區(qū)域經(jīng)濟(jì)統(tǒng)計年鑒》、各省份統(tǒng)計年鑒和EPS數(shù)據(jù)庫中的中國旅游數(shù)據(jù)庫；城市5A 級旅游景區(qū)數(shù)據(jù)來源于全國A 級景點名錄；控制變量和中介變量相關(guān)數(shù)據(jù)主要來源于相應(yīng)年份的《中國城市統(tǒng)計年鑒》《中國城市建設(shè)統(tǒng)計年鑒》和各省份統(tǒng)計年鑒；省級消費價格指數(shù)來源于《中國統(tǒng)計年鑒》。對于少數(shù)缺失數(shù)據(jù)，本文采用各城市統(tǒng)計公報和插值法補充獲得。

3 實證檢驗結(jié)果與分析

3.1 平行趨勢檢驗與動態(tài)效應(yīng)

平行趨勢是采用雙重差分模型進(jìn)行政策評估的前提條件，即實驗組和對照組之間的發(fā)展趨勢在未受到政策沖擊的情景下應(yīng)該保持共同趨勢，且不隨時間變化而形成系統(tǒng)性差異（陶鋒 等，2021）。具體到本文研究內(nèi)容，文明城市評選的實驗組和對照組中的地級市在正式評選為全國文明城市之前，二者的旅游經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平趨勢應(yīng)該保持共同趨勢。本文采用事件研究法（Beck et al.，2010）進(jìn)行平行趨勢驗證，圖2 的平行趨勢檢驗結(jié)果表明，文明城市評選前的回歸系數(shù)并不顯著，滿足平行趨勢假設(shè)。文明城市評選對城市旅游經(jīng)濟(jì)發(fā)展影響的動態(tài)效應(yīng)具體表現(xiàn)為在成功評選之后回歸系數(shù)大小和顯著性逐漸增加，這表明文明城市評選對旅游經(jīng)濟(jì)發(fā)展的積極影響逐步擴大，且可以促進(jìn)旅游經(jīng)濟(jì)的長期發(fā)展。

圖2 平行趨勢檢驗

3.2 基準(zhǔn)回歸結(jié)果

表2匯報了文明城市評選影響旅游經(jīng)濟(jì)發(fā)展的多期雙重差分模型實證估計結(jié)果。其中，列（1）為未控制時間效應(yīng)和個體效應(yīng)的OLS回歸，未加入其他控制變量，列（2）則匯報了在列（1）基礎(chǔ)上進(jìn)一步控制可觀察到的城市特征變量后的評估結(jié)果，列（3）和列（4）為面板數(shù)據(jù)的雙向固定效應(yīng)模型回歸。由表2 可知，列（1）～列（4）中文明城市評選的回歸系數(shù)均為正值，且通過1%顯著性水平檢驗。其中，主效應(yīng)模型回歸結(jié)果如列（4）所示，文明城市評選的回歸系數(shù)為1.2628，且通過1%顯著性水平檢驗，表明文明城市評選對城市旅游經(jīng)濟(jì)發(fā)展具有顯著的積極影響。這也側(cè)面印證了全國文明城市這一“金字招牌”品牌信號效應(yīng)的存在向旅游者傳遞了良好城市文化氣質(zhì)和城市治理能力的積極信號，城市品牌價值的提升成為吸引旅游者廣泛關(guān)注與進(jìn)一步增強其目的地出游意愿的系統(tǒng)化標(biāo)志。綜上所述，文明城市評選能夠有效促進(jìn)城市旅游經(jīng)濟(jì)發(fā)展，觀察到的基準(zhǔn)回歸結(jié)果與預(yù)期一致，假說H1得到驗證。

表2 基準(zhǔn)回歸結(jié)果

3.3 中介機制識別

基于前文分析，文明城市評選可能通過公共價值提升、產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)優(yōu)化和科學(xué)技術(shù)創(chuàng)新3條路徑間接作用于城市旅游經(jīng)濟(jì)發(fā)展。為進(jìn)一步實證檢驗和識別促進(jìn)城市旅游經(jīng)濟(jì)發(fā)展的中介作用機理，本文采用中介效應(yīng)模型和Sobel檢驗對以上中介作用機制進(jìn)行識別，得到檢驗結(jié)果如表3和表4所示。

表3 中介機制檢驗：公共價值

表3為文明城市評選通過公共價值提升影響旅游經(jīng)濟(jì)發(fā)展的中介效應(yīng)檢驗結(jié)果，結(jié)合表中列（1）至列（10）的中介效應(yīng)模型回歸結(jié)果與Sobel檢驗結(jié)果可以得出，文明城市評選通過優(yōu)化地區(qū)環(huán)境供給、交通供給、醫(yī)療供給、教育供給和文體供給等公共服務(wù)供給顯著促進(jìn)了城市旅游經(jīng)濟(jì)發(fā)展。這說明伴隨著全國文明城市的創(chuàng)建，公共服務(wù)供給水平的提升能夠相應(yīng)提升游客體驗質(zhì)量，進(jìn)而促進(jìn)旅游經(jīng)濟(jì)發(fā)展。

表4分別列示了文明城市評選通過產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)優(yōu)化和科學(xué)技術(shù)創(chuàng)新影響旅游經(jīng)濟(jì)發(fā)展的中介效應(yīng)檢驗結(jié)果。表中列（1）～列（2）的回歸結(jié)果表明，文明城市評選通過區(qū)域產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)優(yōu)化有效促進(jìn)了城市旅游經(jīng)濟(jì)發(fā)展，這說明文明城市評選符合供給側(cè)改革需求，優(yōu)化了地區(qū)產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)水平，從而為旅游產(chǎn)業(yè)發(fā)展提供更加優(yōu)越的發(fā)展環(huán)境，進(jìn)一步激發(fā)旅游發(fā)展?jié)摿Α⑨尫怕糜伟l(fā)展活力。表中列（3）～列（4）的回歸結(jié)果表明，文明城市評選通過城市科學(xué)技術(shù)創(chuàng)新有效促進(jìn)了城市旅游經(jīng)濟(jì)發(fā)展，這說明全國文明城市具有更高的城市自主創(chuàng)新能力，相應(yīng)地通過技術(shù)創(chuàng)新推動地區(qū)旅游資源優(yōu)化配置、提高旅游經(jīng)濟(jì)效率、推動旅游產(chǎn)業(yè)高級化和合理化，有效促進(jìn)了城市旅游經(jīng)濟(jì)發(fā)展。綜上，假說H2得到驗證。

表4 中介機制檢驗：結(jié)構(gòu)效應(yīng)和技術(shù)效應(yīng)

3.4 異質(zhì)性分析

3.4.1 城市所處地域

本文根據(jù)國家“十四五”規(guī)劃中四大區(qū)域板塊的劃分方法，將樣本城市劃分為東部（66 個）、中部（62 個）、西部（70 個）、東北（32 個）地區(qū)四類，構(gòu)造四類城市所處地域虛擬變量，并生成其與文明城市評選的交互項后逐一納入回歸模型，以探究文明城市評選對旅游經(jīng)濟(jì)發(fā)展的政策效果可能存在的區(qū)域異質(zhì)性。如表5中列（1）～列（4）所示，文明城市評選僅對東部地區(qū)旅游經(jīng)濟(jì)發(fā)展存在顯著正向促進(jìn)作用，而對中部地區(qū)和西部地區(qū)旅游經(jīng)濟(jì)發(fā)展的回歸系數(shù)為正但不顯著，對東北地區(qū)為負(fù)且不顯著。這可能是由于：我國幅員遼闊，各地區(qū)位條件、資源稟賦、經(jīng)濟(jì)發(fā)展基礎(chǔ)和產(chǎn)業(yè)支持政策差異較大，東部地區(qū)憑借其創(chuàng)新中心、經(jīng)濟(jì)中心、開放中心的比較優(yōu)勢，與中部、西部和東北地區(qū)相比擁有更好的創(chuàng)新要素集聚、產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)和對外開放條件（許欣 等，2021）。加之，中部、西部和東北地區(qū)的公共服務(wù)供給往往滯后于旅游業(yè)發(fā)展，難以滿足旅游者對旅游公共服務(wù)的需求及對旅游公共服務(wù)質(zhì)量的要求。

3.4.2 城市發(fā)展線級

本文根據(jù)《2021城市商業(yè)魅力排行榜》①第一財經(jīng)新一線城市研究所.2021 最新一到五線城市排名官宣：“上北深廣”再現(xiàn)，寧波重歸新一線（2021-5-27）［2022-12-10］.https：//www.yicai.com/news/101063860.html.將樣本城市劃分為（新）一線（12個）、二線（23個）、三線（56個）、四線（64個）、五線（75個）五類，構(gòu)造五類城市發(fā)展線級虛擬變量，并生成其與文明城市評選的交互項后逐一納入回歸模型，以探究文明城市評選對旅游經(jīng)濟(jì)發(fā)展的政策效果可能存在的規(guī)模異質(zhì)性。如表5中列（5）至列（9）所示，文明城市評選對旅游經(jīng)濟(jì)發(fā)展的政策效果僅對（新）一線和二線城市存在顯著促進(jìn)作用，且發(fā)展線級越高，促進(jìn)作用越強，但對三線和四線城市旅游經(jīng)濟(jì)發(fā)展的回歸系數(shù)為正但不顯著，對五線城市為負(fù)且不顯著。這意味著文明城市評選對不同等級城市旅游經(jīng)濟(jì)發(fā)展產(chǎn)生的政策效果存在差異，且整體而言還是對較高發(fā)展線級的城市產(chǎn)生更為明顯的推動作用。這可能是由于：（新）一線、二線城市與三線及以下城市之間在商業(yè)資源聚集度、城市樞紐性、城市人群活躍度、生活方式多樣性上存在一定差距，且伴隨著城市發(fā)展線級的不斷提高，較高線級的城市往往具備更豐富的商業(yè)資源、更完善的基礎(chǔ)設(shè)施、更良好的城市形象，為旅游產(chǎn)業(yè)發(fā)展奠定了堅實基礎(chǔ)（馮烽 等，2020）。

3.4.3 旅游資源稟賦

本文根據(jù)2019 年各城市是否擁有5A 級旅游景區(qū)，將樣本城市劃分為高旅游資源稟賦（107 個）、低旅游資源稟賦（123 個）兩類，構(gòu)造兩類旅游資源稟賦的虛擬變量，并生成其與文明城市評選的交互項后逐一納入回歸模型，以探究文明城市評選對旅游經(jīng)濟(jì)發(fā)展的政策效果可能存在的資源異質(zhì)性。如表5中列（10）和列（11）所示，文明城市評選對高旅游資源稟賦城市的旅游經(jīng)濟(jì)發(fā)展存在顯著促進(jìn)作用，但遺憾的是，低旅游資源稟賦城市并未存在這種政策效應(yīng)。表明受旅游資源稟賦影響，高稟賦城市入選全國文明城市對旅游經(jīng)濟(jì)發(fā)展產(chǎn)生顯著的“錦上添花”的作用，而對于低稟賦城市，獲得全國文明城市這一“金字招牌”對旅游經(jīng)濟(jì)發(fā)展的影響甚至并未起到“雪中送炭”的作用。這可能是由于：城市旅游資源條件越豐富，則意味著其潛在旅游市場價值更大，更容易孕育和吸引市場主體進(jìn)行旅游規(guī)劃與開發(fā)，形成產(chǎn)業(yè)集聚優(yōu)勢，進(jìn)而使富有活力的市場主體在競爭中提高企業(yè)效率、享受企業(yè)間的知識溢出，提高創(chuàng)新能力，從而提供更優(yōu)質(zhì)、更豐富、更具吸引力的旅游產(chǎn)品（李光勤 等，2018；劉瑞明 等，2020）。綜上，假說H3得到驗證。

表5 異質(zhì)性檢驗

3.5 穩(wěn)健性檢驗

上述分析初步證實了文明城市評選對城市旅游經(jīng)濟(jì)發(fā)展帶來的積極影響，本文通過替換被解釋變量、匹配雙重差分法、工具變量法、安慰劑檢驗、加入省份-時間聯(lián)合固定效應(yīng)、控制變量滯后一期、排除極端值影響等穩(wěn)健性檢驗以獲得更加穩(wěn)健的結(jié)論。

3.5.1 替換被解釋變量

為更進(jìn)一步識別文明城市評選對城市旅游經(jīng)濟(jì)發(fā)展的影響，同時減少用人均國內(nèi)旅游收入可能存在的度量誤差，本文借鑒文獻(xiàn)通常做法（劉瑞明 等，2020），分別將前文基準(zhǔn)回歸中旅游經(jīng)濟(jì)發(fā)展的衡量指標(biāo)替換為增長率（rate）和國內(nèi)旅游人數(shù)與年末總?cè)丝诘谋戎担═ourist）作為被解釋變量進(jìn)行穩(wěn)健性檢驗，檢驗結(jié)果如表6中列（1）和列（2）所示?？梢园l(fā)現(xiàn)，更換了旅游經(jīng)濟(jì)發(fā)展的衡量指標(biāo)后，文明城市評選的回歸系數(shù)為正，且分別通過5%和10%的顯著性水平檢驗，這一結(jié)果進(jìn)一步驗證了前文基準(zhǔn)回歸結(jié)果的穩(wěn)健性。

3.5.2 匹配雙重差分法

本文進(jìn)一步采用傾向得分匹配-雙重差分方法（PSM-DID）進(jìn)行再估計，以排除全國文明城市的非隨機性設(shè)立所可能產(chǎn)生的估算結(jié)果偏差。首先，選擇前文所用的人口密度、經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平、投資水平、政府干預(yù)、服務(wù)業(yè)水平、人力資本、交通運輸能力、信息化水平控制變量作為匹配特征變量，隨后建立Logic回歸模型，并分別采用核匹配、近鄰匹配和半徑匹配方式進(jìn)行匹配，以使得處理組與對照組在獲評文明城市這項政策沖擊之前盡可能沒有顯著差異（孫曉華 等，2020；張國建 等，2019），最后得出的樣本量為分別為3850、3849和3813個。本文采用上述匹配方法得到匹配樣本后按基準(zhǔn)回歸模型進(jìn)行再估計，結(jié)果如表6 中列（3）～列（5）所示?？梢园l(fā)現(xiàn)，不同匹配方法下的估計結(jié)果相近，且文明城市評選的回歸系數(shù)均為正，并通過1%顯著性水平檢驗，這與前文基準(zhǔn)回歸估計結(jié)果基本一致。

表6 替換被解釋變量和PSM-DID回歸結(jié)果

3.5.3 工具變量法

雖然《測評體系》中并未將旅游經(jīng)濟(jì)發(fā)展指標(biāo)作為測評要素，但旅游經(jīng)濟(jì)的綠色發(fā)展效應(yīng)可能會對文明城市評選產(chǎn)生積極作用，致使解釋變量與被解釋變量存在雙向因果的可能。同時，本文雖控制了大部分潛在影響旅游經(jīng)濟(jì)發(fā)展的變量，但仍存在遺漏變量的風(fēng)險，故此，本文構(gòu)建工具變量進(jìn)行內(nèi)生性檢驗以解決上述問題。具體地，參考王雅莉等（2022）的研究，本文基于地理視角選擇三大河流沿岸城市作為文明城市評選的工具變量。原因在于：長江、黃河、珠江分別為中國古代農(nóng)耕文明與海洋文明的發(fā)祥地，孕育著輝煌燦爛與不朽的中華文明，沿岸城市更具備發(fā)展城市文明、創(chuàng)建文明城市的歷史基礎(chǔ)與先天優(yōu)勢，且三大河流沿岸城市作為地理變量足夠外生，并不會對旅游經(jīng)濟(jì)發(fā)展產(chǎn)生直接影響，故滿足外生性條件?；诖耍疚膶⑷蠛恿餮匕冻鞘凶鳛椤按蠛游拿鳌钡奶摂M變量，并構(gòu)建其與時間虛擬變量的交乘項作為文明城市評選的工具變量（IV）。

表7報告了基于兩階段最小二乘法的工具變量回歸結(jié)果。其中，Kleibergen-Paap rk LM統(tǒng)計量為66.46和57.37，且通過1%顯著性水平檢驗，拒絕不可識別原假設(shè)，Cragg-Donald Wald F統(tǒng)計量和Kleibergen-Paap Wald rk F統(tǒng)計量，均大于10%顯著性水平的Stock-Yogo檢驗臨界值16.38，通過了弱工具變量檢驗，表明采用大河文明城市作為工具變量具備有效性與穩(wěn)健性。其中，列（1）和列（2）為2SLS的第一階段回歸結(jié)果，被解釋變量為文明城市評選的政策虛擬變量，結(jié)果表明工具變量對文明城市評選的回歸系數(shù)為正且通過1%顯著性水平檢驗。列（3）和列（4）為2SLS的第二階段回歸結(jié)果，被解釋變量為旅游經(jīng)濟(jì)發(fā)展的代理變量，結(jié)果顯示文明城市評選對旅游經(jīng)濟(jì)發(fā)展的回歸系數(shù)為正且通過5%或10%顯著性水平檢驗，表明文明城市評選顯著促進(jìn)了城市旅游經(jīng)濟(jì)發(fā)展，即本文基礎(chǔ)回歸結(jié)果的穩(wěn)健性得到進(jìn)一步驗證。

表7 工具變量回歸結(jié)果

3.5.4 安慰劑檢驗

通過隨機抽取實驗組的方法隨機分配全國文明城市進(jìn)行安慰劑檢驗。本文的樣本共包含230個城市，其中93個為全國文明城市。據(jù)此，本文首先從230個城市中隨機抽取93個城市，將其設(shè)定為“偽”處理組，即“偽”獲批全國文明城市，并將剩余城市設(shè)定為非全國文明城市，以此構(gòu)建一個安慰劑檢驗的虛擬變量。重復(fù)500次上述過程，并按基準(zhǔn)回歸模型進(jìn)行再估計，得到偽試點政策估計系數(shù)和p值的核密度估計（見圖3）?？梢园l(fā)現(xiàn)，估計系數(shù)的分布都集中在零點附近，絕大部分散點分布于水平虛線之上，并且表2中（4）列顯示的實際估計系數(shù)1.2628在安慰劑檢驗的估計系數(shù)中明顯屬于異常值，表明文明城市評選對城市旅游經(jīng)濟(jì)發(fā)展的政策效果不太可能受其他外生因素驅(qū)動。

圖3 安慰劑檢驗

3.5.5 其他穩(wěn)健性檢驗

（1）加入省份-時間聯(lián)合固定效應(yīng)。為了控制各省份隨時間變化的系列宏觀調(diào)控政策及其他因素對各省份旅游經(jīng)濟(jì)發(fā)展的影響，本文在控制時間效應(yīng)和個體效應(yīng)的基礎(chǔ)上進(jìn)一步控制省份-時間聯(lián)合固定效應(yīng)，具體結(jié)果如表8中（1）列所示。可以發(fā)現(xiàn)，文明城市評選的回歸系數(shù)為正且通過10%顯著性水平檢驗，這進(jìn)一步驗證了文明城市評選對旅游經(jīng)濟(jì)發(fā)展存在增益效果。

（2）控制變量滯后一期。考慮到文明城市評選可能會對當(dāng)期控制變量產(chǎn)生影響，且二者之間也可能存在反向因果的關(guān)系，為了降低潛在內(nèi)生性問題帶來的基準(zhǔn)回歸結(jié)果偏誤，本文將所有控制變量滯后一期重新進(jìn)行回歸，得到實證結(jié)果如表8中（2）列所示。可以看出，文明城市評選的回歸系數(shù)符號和顯著性較基準(zhǔn)回歸結(jié)果無明顯差異，再次說明本文結(jié)論具有可靠性。

（3）排除極端值影響?？紤]到一些城市基礎(chǔ)設(shè)施完善、歷史文化底蘊深厚以及旅游資源豐富，導(dǎo)致這些城市的旅游收入遠(yuǎn)遠(yuǎn)高于其他城市，而有些城市的旅游指標(biāo)又表現(xiàn)得非常落后（劉瑞明 等，2020）。因此，本文對旅游經(jīng)濟(jì)發(fā)展的代理變量分別進(jìn)行1%和5%的縮尾處理，以排除極端值對回歸結(jié)果產(chǎn)生的影響，具體結(jié)果如表8中列（3）和列（4）所示?？梢钥闯?，經(jīng)過縮尾處理后，文明城市評選的回歸系數(shù)為正且均通過1%顯著性水平檢驗，這進(jìn)一步佐證了本文的研究結(jié)論。

表8 其他穩(wěn)健性檢驗

4 進(jìn)一步分析：空間溢出效應(yīng)

前文的分析證實了文明城市評選對城市旅游經(jīng)濟(jì)發(fā)展的影響，但旅游經(jīng)濟(jì)發(fā)展具有顯著空間外溢效應(yīng)（劉佳 等，2013），忽視地區(qū)之間的空間相關(guān)性往往會造成估計結(jié)果的偏誤，應(yīng)綜合采用地理距離矩陣與經(jīng)濟(jì)地理嵌套矩陣來考察文明城市評選政策對地理相鄰與經(jīng)濟(jì)相似地區(qū)的空間溢出效應(yīng)（張杰 等，2021）。全域空間相關(guān)性檢驗結(jié)果顯示，2003—2019 年旅游經(jīng)濟(jì)發(fā)展的全局莫蘭指數(shù)（Moran’sI）大于0，且均通過1%顯著性水平檢驗，表明城市旅游經(jīng)濟(jì)發(fā)展在空間上并非隨機分布，而是存在較顯著的空間關(guān)聯(lián)特征（見表9）。

表9 全域空間相關(guān)性檢驗

基于此，本文進(jìn)一步引入空間杜賓模型檢驗文明城市評選對本地城市以及毗鄰城市旅游經(jīng)濟(jì)發(fā)展的影響，補充驗證空間關(guān)聯(lián)性視角下該政策效果的影響效應(yīng)。本文檢驗了空間杜賓模型能否退化為空間滯后模型以及空間誤差模型，得到模型適配性檢驗結(jié)果如表10 所示，可以發(fā)現(xiàn)，LM 檢驗、LR 檢驗和Wald 檢驗均通過1%顯著性水平檢驗，表明空間杜賓模型不能簡化為空間滯后模型或者空間誤差模型，即空間杜賓模型為最優(yōu)模型。同時，Hausman 檢驗也通過1%水平下的顯著性檢驗，因此本文最終采用固定效應(yīng)空間杜賓模型對文明城市評選對旅游經(jīng)濟(jì)發(fā)展的空間溢出效應(yīng)進(jìn)行擬合估計，結(jié)果如表11所示。

表10 模型適配性檢驗結(jié)果

表11 空間溢出效應(yīng)檢驗

表中列（1）～列（6）分別為地理距離矩陣與經(jīng)濟(jì)地理嵌套矩陣的個體固定、時間固定和雙向固定效應(yīng)空間杜賓模型估計結(jié)果，其中在兩種空間權(quán)重矩陣下的個體固定及雙向固定效應(yīng)模型中，文明城市評選的回歸系數(shù)均在1%的水平上顯著為正，空間溢出效應(yīng)ρ值也在1%的水平上顯著為正，初步說明文明城市評選對旅游經(jīng)濟(jì)發(fā)展的政策效果存在顯著的空間溢出效應(yīng)。進(jìn)一步將變量變化做偏微分處理，結(jié)果顯示文明城市評選的直接效應(yīng)、間接效應(yīng)和總效應(yīng)均顯著為正。此外，在這兩種空間權(quán)重矩陣下的回歸結(jié)果中，間接效應(yīng)甚至大于直接效應(yīng)。這說明文明城市評選對旅游經(jīng)濟(jì)發(fā)展的政策效果具有“正外部性”的空間溢出效應(yīng)，文明城市評選不僅促進(jìn)了本地城市的旅游經(jīng)濟(jì)發(fā)展，而且也促進(jìn)了毗鄰城市的旅游經(jīng)濟(jì)發(fā)展，且鄰地效應(yīng)大于本地效應(yīng)。這是由于文明城市評選促進(jìn)了經(jīng)濟(jì)、社會、資源、生態(tài)等旅游系統(tǒng)要素在地區(qū)間的流動，提高了區(qū)域之間旅游發(fā)展要素的空間關(guān)聯(lián)性，推動了區(qū)域間協(xié)調(diào)互動和旅游業(yè)聯(lián)動發(fā)展，因此產(chǎn)生了良好的空間外溢效應(yīng)。空間溢出效應(yīng)的存在進(jìn)一步驗證了促進(jìn)文明城市評選在區(qū)域間擴散的必要性，本文的假說H4得到驗證。

5 研究結(jié)論和政策建議

城市品牌價值與治理能力提升彰顯著城市發(fā)展魅力，也對城市旅游發(fā)展產(chǎn)生深遠(yuǎn)影響（姚鵬 等，2021）。以往研究多局限于旅游政策視角探討政府宏觀調(diào)控政策對旅游經(jīng)濟(jì)發(fā)展的系列影響，較少關(guān)注綜合性城市榮譽稱號和高影響力城市品牌評選活動對城市旅游經(jīng)濟(jì)發(fā)展可能存在的政策效果。本文以文明城市評選為準(zhǔn)自然實驗對象，綜合采用多期雙重差分模型和空間杜賓模型來估計文明城市評選對旅游經(jīng)濟(jì)發(fā)展的政策效果，并進(jìn)行了充分的系列檢驗以確認(rèn)實證結(jié)果的穩(wěn)健性。主要研究結(jié)論如下：（1）文明城市評選顯著促進(jìn)了城市旅游經(jīng)濟(jì)發(fā)展，相較于非全國文明城市，全國文明城市的人均旅游國內(nèi)收入得到顯著提升，該結(jié)論經(jīng)過一系列穩(wěn)健性檢驗之后仍然成立?，F(xiàn)有研究已就文明城市評選對城市發(fā)展的經(jīng)濟(jì)、社會和生態(tài)影響進(jìn)行了諸多探討（龔鋒 等，2018；劉哲 等，2021；逯進(jìn) 等，2020），旅游經(jīng)濟(jì)作為區(qū)域經(jīng)濟(jì)的重要組成部分，本文研究結(jié)論也進(jìn)一步呼應(yīng)了前人的研究成果。（2）作用機制分析表明，文明城市評選主要通過品牌信號傳遞（直接效應(yīng)）和公共價值提升、產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)優(yōu)化、科學(xué)技術(shù)創(chuàng)新（間接效應(yīng)）等渠道促進(jìn)旅游經(jīng)濟(jì)發(fā)展。（3）異質(zhì)性分析表明，文明城市評選對旅游經(jīng)濟(jì)發(fā)展的政策效果存在馬太效應(yīng)。表現(xiàn)為對城市所處地域、城市發(fā)展線級、旅游資源稟賦具有比較優(yōu)勢的城市貢獻(xiàn)更為突出，進(jìn)而起到“錦上添花”的作用，即該政策效果對東部地區(qū)或（新）一線、二線城市或高旅游資源稟賦城市顯著，而對中部、西部、東北地區(qū)或三線、四線、五線城市并不顯著。此外，對于低旅游資源稟賦的城市，獲得全國文明城市這一“金字招牌”尚未對旅游經(jīng)濟(jì)發(fā)展產(chǎn)生“雪中送炭”的效果。（4）空間溢出效應(yīng)分析表明，文明城市評選對旅游經(jīng)濟(jì)發(fā)展的政策效果具有空間溢出效應(yīng)，不僅促進(jìn)了本地城市的旅游經(jīng)濟(jì)發(fā)展，而且還通過正向空間溢出效應(yīng)促進(jìn)了毗鄰城市旅游經(jīng)濟(jì)發(fā)展?；谝陨辖Y(jié)論，本文提出如下政策建議：

第一，充分認(rèn)識并發(fā)揮文明城市評選為旅游業(yè)發(fā)展提供的重要機遇，聚焦城市品牌價值提升。地方政府要積極參與文明城市評選以提升城市品牌價值，彰顯城市文化氣質(zhì)與提高綜合治理能力，且在文明城市建設(shè)過程中應(yīng)當(dāng)重視旅游或休閑功能的嵌入，充分挖掘地方旅游資源、傳承城市文脈、塑造旅游形象，以打響“宜居、宜業(yè)、宜游”的文明城市品牌，提高城市知名度、美譽度與旅游吸引力。此外，不同地區(qū)應(yīng)高度重視城市所處地域、城市發(fā)展線級、旅游資源稟賦等特質(zhì)對文明城市評選促進(jìn)旅游經(jīng)濟(jì)發(fā)展的異質(zhì)性影響，因地制宜制定差異化城市綜合建設(shè)方案，既要切實把握文明城市評選對比較優(yōu)勢突出城市旅游經(jīng)濟(jì)發(fā)展的“錦上添花”之效，也要加大對中西部地區(qū)、三線及以下城市、低旅游資源稟賦城市在公共服務(wù)供給、基礎(chǔ)設(shè)施建設(shè)、旅游資源開發(fā)等方面的投資力度，使其也能夠享受到文明城市評選對旅游經(jīng)濟(jì)發(fā)展的增益效果。

第二，優(yōu)化文明城市評選促進(jìn)旅游經(jīng)濟(jì)發(fā)展的多維路徑，實現(xiàn)旅游經(jīng)濟(jì)增益效果最大化。首先，注重城市公共服務(wù)供給的旅游開發(fā)與消費導(dǎo)入，地方要充分利用全國文明城市所具備的市容環(huán)境、交通中轉(zhuǎn)、醫(yī)療養(yǎng)護(hù)、教育服務(wù)、文娛體育等豐富的公共設(shè)施和服務(wù)供給，在豐富城市居民休閑選擇的同時進(jìn)一步提升旅游公共服務(wù)品質(zhì)，健全旅游公共服務(wù)體系，進(jìn)而滿足旅游者的公共服務(wù)偏好。其次，擺脫傳統(tǒng)產(chǎn)業(yè)部門對高污染、高排放能源資源的路徑依賴，倒逼產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)轉(zhuǎn)型升級，各城市應(yīng)以創(chuàng)建文明城市為契機，通過嚴(yán)格的環(huán)境規(guī)制強化對城市生態(tài)與環(huán)境污染的管控，進(jìn)而促進(jìn)城市發(fā)展向資源節(jié)約型、環(huán)境友好型的綠色經(jīng)濟(jì)增長方式轉(zhuǎn)型。最后，全面提升城市建設(shè)管理的智能化、精細(xì)化、規(guī)范化水平，創(chuàng)建文明城市是推進(jìn)城市治理現(xiàn)代化的基礎(chǔ)工程，地方應(yīng)加快城市數(shù)字化建設(shè)，在平臺構(gòu)建、信息捕獲、產(chǎn)品創(chuàng)新、個性化定制等各大環(huán)節(jié)優(yōu)化科技創(chuàng)新生態(tài)，提升旅游發(fā)展的科技支撐水平。

第三，重視全國文明城市的示范與擴散效應(yīng)，推動區(qū)域協(xié)調(diào)互動與旅游業(yè)聯(lián)動發(fā)展。文明城市評選對城市旅游經(jīng)濟(jì)發(fā)展的增益效果存在明顯的空間溢出，因此，地方政府要充分發(fā)揮全國文明城市的標(biāo)桿示范效應(yīng)，進(jìn)一步激勵毗鄰城市之間在城市治理、品牌建設(shè)、制度創(chuàng)新等方面的協(xié)同協(xié)作。此外，在旅游發(fā)展政策制定過程中，國家需充分重視旅游經(jīng)濟(jì)發(fā)展的空間依賴特征，在戰(zhàn)略上要積極響應(yīng)構(gòu)建“點狀輻射、帶狀串聯(lián)、網(wǎng)狀協(xié)同”的全國旅游空間新格局，健全國家區(qū)域重大戰(zhàn)略旅游協(xié)調(diào)機制，推動旅游資源、生態(tài)、經(jīng)濟(jì)、社會等旅游發(fā)展要素的空間合理配置，形成互聯(lián)互通、優(yōu)質(zhì)高效、一體協(xié)作的旅游網(wǎng)絡(luò)布局，切實發(fā)揮全國文明城市旅游經(jīng)濟(jì)的輻射帶動作用，實現(xiàn)區(qū)域旅游的協(xié)調(diào)與長效發(fā)展。